Efectos de los ciclos de crédito en México sobre la tasa de ahorro ...

Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoEfectos de los ciclos de créditoen México sobre la tasa deahorro de los hogares, 1989-1996Fernando Aportela*Fecha de recepción: 23 de enero de 2001; fecha de aceptación: 16 de abril de 2001.Resumen: En este artículo se estudia el comportamiento del ahorro de loshogares entre 1989 y 1996 después de la reforma financiera y la crisiseconómica experimentadas en México. En este trabajo se considera explícitamenteel papel de la fragmentación del mercado financiero en el paísy se demuestra que, en este periodo, los hogares tuvieron diferentes gradosde acceso al sistema financiero, de acuerdo con su nivel de ingreso y suubicación. Específicamente, se analizan los efectos de la expansión delcrédito, de principios de los noventa, y la contracción del mismo, despuésde la crisis de 1994, sobre la tasa de ahorro de los hogares. En el caso dela expansión, los resultados indican que los hogares con mayor acceso alsistema financiero redujeron su tasa de ahorro; este efecto fue mayorentre hogares jóvenes. En cuanto a la contracción del crédito, los hogarescon mayor exposición al sistema financiero aumentaron su tasa de ahorro;en este caso, los hogares de personas de mayor edad fueron los quemás alteraron su comportamiento. Lo anterior pone de relieve la presenciade diferentes motivos para el cambio en la tasa de ahorro durante losdos episodios analizados.Palabras clave: mercados financieros fragmentados, crédito, ahorro delos hogares.Abstract: This paper deals with households saving behavior during 1989-1996, when Mexico experienced a financial reform and a financial crisis.This work considers explicitly the role of fragmented financial marketsin the country. Using the Mexican National Surveys of Income and Ex-* El autor agradece los valiosos comentarios de dos dictaminadores anónimos y a los participantesdel Seminario “Consequences of Financial Crises on Income Distribution and Povertyin Latin America” organizado por el ITAM en mayo de 2000. Asimismo, agradece a Yyannú CruzAguayo por su ayuda en esta investigación. Las opiniones contenidas en este documento correspondenexclusivamente al autor y no representan el punto de vista de la institución en la cuallabora.Dirección de Estudios Económicos, Banco de México. 5 de Mayo núm. 18, 4° Piso, Sección C,C.P. 06059, México, D.F. Tel: (52) 5237-2561. Fax: (52) 5237-2687. E-mail: faporte@banxico.org.mx.economía mexicana. NUEVA ÉPOCA, vol. X, núm. 2, segundo semestre de 2001169

Fernando Aportelapenditures, it is shown that households had different degrees of exposureto the financial market depending on their income level and location.Specifically, the paper analyzes the effects of the credit expansion of theearly 1990’s and the credit contraction after the financial crisis at the endof 1994 in Mexico, on the households’ saving rate. In the financial reformcase, results indicate that households with greater exposure to the financialsystem reduced their saving rate after the reform. This effect wasstronger among younger households. In the case of the credit contraction,results show that households with higher access to the financial systemincreased their saving rate. In the former event, the effect was strongeramong older households. This indicates different motives for the changesin the saving rate in the two episodes.Keywords: fragmented financial markets; credit; households’ savings.I. IntroducciónEl ahorro es un elemento central en el funcionamiento de todas laseconomías. Esta variable es más relevante en países menos desarrolladosen los que, debido al reducido acceso a los mercados internacionalesde capital, el bajo nivel de ahorro interno es usualmente consideradouna de las causas importantes tanto de una inversión reducidacomo de un crecimiento lento. Por ejemplo, en México el ahorro internono ha sido suficiente para financiar el desarrollo económico. Los flujosde capital extranjero recibidos por el país han complementado el ahorrototal requerido. Sin embargo, como se ha visto en el pasado, éstos sonvolátiles y han generado problemas de balanza de pagos y crisis económicas.El ahorro también es relevante en los países en desarrollo y, enparticular, para la gente de bajos recursos porque se utiliza para suavizarel consumo en el tiempo. No obstante, desde la perspectiva delos hogares, su capacidad para modificar el nivel de ahorro dependedel grado de acceso que tengan al sistema financiero. Desafortunadamente,el acceso a estos mercados no es uniforme para todas las personasen este tipo de países.En los países menos desarrollados, el acceso a los servicios queproporcionan los intermediarios financieros es una función positivadel nivel de ingreso. Los individuos de bajos ingresos enfrentan restriccionespara utilizar los servicios financieros. En general, dichaspersonas sufren restricciones de crédito. Asimismo, los instrumentosde ahorro ofrecidos en el mercado no son los adecuados dado su nivel170

Efectos de los ciclos de crédito en Méxicode ingreso. Otro factor que limita el acceso a los intermediarios financieroses la ubicación geográfica de los hogares. Las sucursales bancariasrequieren de un tamaño de mercado mínimo para poder operar.Por tanto, su instalación se complica y es reducida en comunidadespequeñas. Este efecto resulta aún más agudo cuando la comunidad nosólo es pequeña, sino también relativamente pobre. El acceso diferenciadoal sistema financiero implica que los hogares paguen preciosdistintos por el mismo servicio, dependiendo de las características deestrato de cada hogar. Por lo anterior, los mercados financieros menosdesarrollados están fragmentados.Este documento analiza la influencia del ciclo de crédito sobre elcomportamiento del ahorro de los hogares mexicanos en un periodo muyimportante: 1989 a 1996. Específicamente, se estudian los efectos de laexpansión del crédito que tuvo lugar de 1989 a 1992 y de la contraccióndel mismo de 1994 a 1996, sobre la tasa de ahorro de los hogares. Losdatos utilizados son los de las Encuestas Ingreso-Gasto de los Hogarescorrespondientes a los años de 1989, 1992, 1994 y 1996.El presente artículo es una contribución a la literatura económicasobre el ahorro de los hogares, al reconocer explícitamente que el impactodirecto de los ciclos de crédito, en los países menos desarrollados,depende del grado de acceso de los hogares a los servicios de losintermediarios financieros. Es decir, la investigación reconoce explícitamenteel papel de la fragmentación de los mercados financieros.De los resultados obtenidos se deduce que el acceso de los hogaresal sistema financiero está en función de su ingreso y de su ubicación.En el trabajo se realiza un análisis por separado de los dos periodos:1) el de 1989-1992, que comprende la reforma financiera y la subsecuenteexpansión del crédito; y 2) de 1994-1996, en el cual ocurrierontanto la crisis financiera mexicana como su subsecuente contraccióndel crédito.Para el periodo 1989-1992, los resultados indican que, en los hogaresmás afectados por la reforma financiera, la tasa de ahorro se redujosignificativamente después de la misma. Asimismo, dichos resultadosmuestran que el cambio en las tasas de ahorro fue mayor entre los hogaresmás jóvenes y con mayores ingresos. Esta evidencia es congruentecon la hipótesis de que la reforma financiera y la expansión del créditotuvieron, para esos hogares, el efecto de reducir las restricciones de accesoal sistema financiero.En cuanto al periodo 1994-1996, después de la crisis, los hogarescon mayor facilidad de acceso al sistema financiero incrementaron171

Fernando Aportelasignificativamente su tasa de ahorro. Asimismo, los resultados tambiénmuestran que los hogares de personas maduras aumentaron sutasa de ahorro más que los de jóvenes. Esta evidencia es compatiblecon la hipótesis de que la crisis financiera causó un deterioro en lasperspectivas del ahorro para el retiro, por lo que la elevación de la tasade ahorro fue una consecuencia necesaria para compensar dicho efectonegativo.El resto del artículo está organizado de la siguiente manera: en lasección II, se presenta una breve revisión de la literatura relevantepara el análisis; la sección III contiene una descripción de los dos episodiosdel comportamiento del crédito aquí analizados y de sus posiblescausas; la sección IV expone los datos e incluye un análisis de lasvariables relativas al fenómeno de fragmentación financiera; la secciónV explica la estrategia empírica seguida para la investigación y losresultados de la misma, y la sección VI presenta las conclusiones.II. Revisión de la literaturaDiversos autores han estudiado los determinantes teóricos del consumoy del ahorro de los agentes económicos. Uno de los principalesfactores es sin duda el acceso al crédito por parte de dichos agentes.Teóricamente ante un menor acceso al crédito, la tasa de ahorro tenderíaa aumentar con el propósito de suavizar el consumo lo más posible.1 La revisión de la literatura sobre los procesos de liberalizaciónfinanciera resulta de utilidad para analizar los efectos que tienen lospatrones de crédito sobre el comportamiento del ahorro de los hogares.La razón estriba en que los planes de liberalización financierageneralmente han dado lugar a expansiones significativas del crédito.Existe evidencia también de que algunos de estos episodios terminaronen crisis financiera; véase Díaz-Alejandro (1985) y Schneider yTornell (2000).La literatura descriptiva sobre las experiencias de liberalizaciónfinanciera en los países menos desarrollados es amplia. Una parteimportante de ésta se enfoca a entender la secuencia deseable de losdiferentes elementos de una reforma financiera. Varios autores (entreellos Galbis (1994) y Jbili et al. (1997)) han analizado los costos ybeneficios de las liberalizaciones tipo “big-bang” —es decir, aquéllas1721 Deaton (1992) presenta los lineamientos generales de la teoría de consumo.

Efectos de los ciclos de crédito en Méxicoen las cuales todos los elementos de la reforma son instrumentados almismo tiempo—, así como los de las liberalizaciones secuenciales. Elresultado más importante es, quizás, que no existe una receta únicapara la aplicación de una reforma financiera, pues su forma dependeráde las condiciones iniciales y de las características específicas decada país.Un efecto común de los proyectos de liberalización financiera hasido el aumento del crédito disponible en la economía. Schmidt-Hebbelet al. (1996) mencionan que una liberalización financiera generalmentedisminuye las restricciones al crédito y aumenta el consumo, lo cualmuy probablemente genere una reducción del ahorro privado. 2 Usandomuestras de corte transversal de varios países, los autores encontraronun efecto negativo, pero no significativo, del crédito al consumo sobre elahorro privado tanto en países industriales como en los menos desarrollados.Asimismo, los resultados del estudio referido muestran que losefectos de la liberalización financiera sobre el ahorro son ambiguos.La evaluación del impacto de mercados financieros más profundos sobreel ahorro, usando un agregado monetario amplio como indicador deprofundidad, ha llevado a resultados no concluyentes.Los efectos de las variables que reflejan la existencia de restriccionesal crédito han sido más fáciles de identificar. Por ejemplo, Japelliy Pagano (1994) muestran que aquellos hogares que enfrentan restriccionesde liquidez, por lo general incrementan su tasa de ahorro.Estos autores estimaron regresiones entre ahorro y crecimiento condatos de corte transversal para los países de la Organización para laCooperación y Desarrollo Económicos (OCDE). Los resultados del trabajosugieren que las liberalizaciones financieras, que tuvieron lugaren dichos países durante la década de los ochenta, contribuyeron a lareducción de la tasa del ahorro agregado y de las tasas de crecimientode las economías. 32 Los autores aludidos mencionan que una liberalización financiera puede afectar el ahorroprivado al menos por otros tres canales: primero, las reformas en los mercados de capitalpueden revertir el flujo de capitales al exterior, lo que incrementaría el ahorro interno, pero nonecesariamente el ahorro privado. Segundo, las reformas pueden elevar la eficiencia de laintermediación, aumentando el crecimiento económico y, por tanto, el ahorro privado. Tercero,la liberalización financiera puede incrementar la densidad geográfica de las sucursales financieras,la oferta de instrumentos financieros y la calidad de la supervisión y regulación delsector. Esto conduciría a mercados financieros más profundos, lo que se reflejaría en un aumentopermanente de los activos financieros.3 Diversos autores han encontrado que un aumento en el cociente del monto de los préstamosal valor del colateral requerido reduce el ahorro nacional en los países menos desarrollados.173

Fernando AportelaPocos autores han estudiado los efectos microeconómicos de lasreformas financieras y del acceso al crédito. Una excepción es el trabajode Attanasio y Weber (1994). Utilizando encuestas de hogares enGran Bretaña para diferentes años, dichos autores pusieron a pruebadiferentes hipótesis sobre el “boom” o aumento sustancial del consumoa finales de los ochenta. 4 Al usar información a nivel de hogar, losinvestigadores pudieron probar diferentes hipótesis para distintasgeneraciones. De acuerdo con sus resultados, las generaciones jóvenesincrementaron su consumo por una mejoría en sus expectativasde ingreso laboral; mientras que las generaciones de mayor edad modificaronsu comportamiento debido a la liberalización del mercado debienes raíces que se llevó a cabo durante el periodo.El presente artículo es una contribución a la literatura sobre eltema de la siguiente manera: el análisis reconoce explícitamente queel impacto directo de los ciclos de crédito en los países menos desarrolladosdepende del grado de acceso de los hogares a los servicios de losintermediarios financieros. En general, el nivel de ingreso y la ubicaciónde los hogares están correlacionados con las facilidades del usodel sistema financiero y, consecuentemente, con los avances o cambiosen dicho mercado. Por tanto, para los hogares con bajo contactocon el sistema financiero, los efectos de los ciclos de crédito serán desegundo orden.III. Los ciclos de crédito en México, 1989-1996Durante los años noventa, México experimentó dos ciclos de créditomarcados. El primero fue de 1989 a 1994. Éste fue un periodo de importantesreformas en el ámbito financiero y de cambios sustancialesen las expectativas económicas. El segundo se inició después de lacrisis de finales de 1994. Las crisis financiera y bancaria dieron lugara una notable reducción del volumen del crédito otorgado por los bancosprivados. En esta sección se describen estos dos episodios.4 El “boom” del consumo que se produce durante las liberalizaciones financieras no ha sidouna característica exclusiva de Inglaterra. Dicho fenómeno se observó durante periodos deliberalización en Chile, los países escandinavos, Israel y México (Dornbusch y Park, 1994; Lennarty Bergström, 1995).174

Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoIII.1. La expansión del crédito, 1989-1994La reforma financiera de finales de los ochenta y principios de losnoventa en México cambió sustancialmente a dicho sector. 5 El gobiernointrodujo cambios profundos, algunos de los cuales afectarían de maneraimportante el comportamiento del ahorro de los hogares: 1) la políticamonetaria comenzó a instrumentarse a través de operaciones de mercadoabierto y las tasas de interés a ser determinadas por el mercado,y 2) fueron eliminados los cajones selectivos de crédito, el encaje legal ylos requerimientos de reservas mínimas para los bancos. 6La liberalización de las tasas de interés pasivas fue un procesoprogresivo. Desde el otoño de 1988, las autoridades monetarias decidieronpermitir que los mercados establecieran el nivel de las tasas.Es importante mencionar que, a pesar de la liberalización, las tasas deinterés pasivas para los instrumentos de depósito a plazo fijo de 1 a 3meses fueron negativas en términos reales en 1988, 1990 y 1991. Portanto, durante la mayor parte del periodo 1989-1992, el rendimientodel ahorro para los hogares no resultó atractivo. 7La política crediticia de la banca comercial cambió sustancialmentecon la eliminación de los “cajones selectivos” de crédito y de los requerimientosde reservas mínimas. Al final de 1988, el gobierno decidióque el crédito preferencial se otorgaría sólo a través de la banca dedesarrollo. En octubre de ese mismo año, los “cajones selectivos” decrédito fueron eliminados para la captación que los bancos obtenían, através de certificados de depósito e instrumentos bancarios no tradicionales.En abril de 1989, la captación derivada de los depósitos aplazos tradicionales fue también excluida de los requerimientos encaje;en agosto de ese mismo año la reforma se extendió a las cuentas de cheques.A pesar de que el sistema de cajones de crédito fue eliminado progresivamentede octubre de 1988 a agosto de 1989, el requerimiento de5 Para una descripción completa de la reforma, véase Ortiz (1994).6 La importante capitalización que tuvo lugar en el mercado de valores y la reforma delsistema de pensiones pudieron tener efectos significativos sobre las decisiones de ahorro de loshogares. Sin embargo, sólo un pequeño sector de la población participaba en el mercadoaccionario y la reforma al sistema de pensiones fue realizada casi al final del ciclo de crédito referido.7 La tasa de interés comparable de los bonos del gobierno (en este caso Cetes a 28 días) fuemayor que la tasa ofrecida por los bancos comerciales mediante sus instrumentos de depósito.Durante el periodo 1989-1992, la tasa de los Cetes fue, en promedio, 20 por ciento mayor que lade los instrumentos bancarios. Sin embargo, es poco probable que el inversionista medianohubiera tenido acceso directo a los bonos gubernamentales.175

Fernando Aportelareservas mínimas obligatorias para los bancos privados no fue abandonadototalmente sino hasta 1991. 8, 9Como resultado de las reformas, el saldo del crédito otorgado porla banca comercial aumentó de 182 561 millones de pesos, en términosreales en 1989, a 351 306 millones de pesos, en 1992. 10 Lo anteriorrepresentó un incremento de 92.43 por ciento durante el periodo (cuadro1 y gráficas 1 y 2). La tasa de crecimiento real promedio anual delcrédito total durante dicho periodo fue de 24.4 por ciento.En el caso del saldo del crédito al consumo, éste aumentó en términosreales 25 580 millones de pesos durante el periodo 1989-1992,lo que significó un incremento de 173 por ciento. Esto implicó unatasa de crecimiento anual durante el periodo de casi 40 por ciento.Como proporción del crédito total, el saldo del crédito al consumo pasóde 8 por ciento en 1989 a 11 por ciento en 1992. 11 Es importante mencionaral respecto que el crédito al consumo se estancó de 1992 a 1994;es decir, el crecimiento del mismo durante esos años fue nulo. Estoevidencia que para 1992 los principales efectos de la expansión delcrédito se habían ya experimentado plenamente.Otra variante importante de crédito es el hipotecario. De 1989 a1992, su saldo se incrementó en términos reales 239.5 por ciento. Comoproporción del crédito total, el aumento fue de 8.3 por ciento en 1989a 14.7 por ciento en 1992.III.2. La contracción del crédito, 1994-1996La crisis económica mexicana de 1994 tuvo un impacto significativosobre la solidez del sistema financiero, especialmente del bancario. 12La devaluación de la moneda y el alza de las tasas de interés internastuvieron un doble efecto en el balance de los bancos. Por el lado de losactivos, la cartera vencida aumentó considerablemente. De diciembre8 Otros factores también coadyuvaron al aumento de la oferta de crédito. Por ejemplo, elajuste fiscal y el flujo de capitales que México recibió durante el periodo.9 El comportamiento de los hogares también pudo haberse modificado por la reforma adiferentes instituciones no bancarias (por ejemplo, las aseguradoras) puesta en marcha en enerode 1990.10 Todas las cifras se presentan en pesos reales con base en 1992 = 100.11 Ortiz (1994) menciona que el incremento del crédito al consumo permitió a un sectorconsiderable de la población la compra de bienes durables, principalmente automóviles.12 El exceso de intermediación del sistema bancario, en términos de préstamos y sobreendeudamientoen dólares, fue un factor que deterioró aún más la fragilidad económica del paísen 1994.176

Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoCuadro 1. Tasa de crecimiento real acumulada del crédito duranteperiodos seleccionadosCréditos totales Hipotecas Créditos al consumoAño inicial: 19891989-1990 27.0 15.4 74.71989-1991 55.4 16.5 176.31989-1992 92.4 239.5 174.01989-1993 118.3 358.6 154.71989-1994 188.1 478.9 155.4Año inicial: 19941994-1995 –6.3 17.2 –38.31994-1996 –20.9 9.4 –64.31994-1997 –29.4 –1.0 –69.31994-1998 –30.5 –3.0 –72.7Fuente: Banco de México.de 1994 a diciembre de 1995, el saldo de la cartera vencida como proporciónde la cartera total pasó de 13.7 a 19.7 por ciento. Para mayode 1996 el problema había empeorado pues dicha proporción alcanzó25.8 por ciento. Por el lado de los pasivos, los bancos privados teníanuna parte sustancial de deuda denominada en moneda extranjera,contratada a tasas variables. Por ello, la devaluación y la subsecuentealza en las tasas de interés agravó la situación financiera de los mismos.Como resultado de la crisis, los bancos disminuyeron su derramade crédito al sector privado. Así, el saldo del crédito total se redujo20.9 por ciento de 1994 a 1996. 13 Dicha tendencia negativa continuó yhacia 1998 la reducción total del crédito bancario había llegado a 30.5por ciento con respecto a su nivel al cierre de 1994. La disminuciónresultó aún mayor en el caso del crédito al consumo. Como puede observarseen el cuadro 1 y en las gráficas 1 y 2, la reducción de dichaforma de financiamiento fue de 64.3 por ciento de 1994 a 1996. Estoimplica una tasa anual de crecimiento durante ese periodo de –40 porciento. El crédito al consumo como proporción del crédito total pasó de7.14 por ciento, en 1994, a 3.2 por ciento en 1996. La reducción fue13 El crédito total incluye créditos en Fobaproa y cartera vencida. La contracción del créditocontinuó durante el resto de la década. Al cierre de 1999, la reducción total del crédito bancariollegó a 33.6 por ciento con respecto al nivel de 1994.177

Fernando AportelaGráfica 1. Créditos totales, al consumo e hipotecas, 1988-1998(reales, millones de pesos, base = 1992)Créditos totales(millones de pesos)600 000500 000400 000300 000200 000100 00001988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998120 000100 00080 00060 00040 00020 0000Hipotecas, créditos al consumo(millones de pesos)créditos totalescréditos al consumohipotecaGráfica 2. Créditos totales, al consumo e hipotecas, 1988-1998(cambio porcentual real)40200Cambio porcentual en créditos totales(millones de pesos)30201040–101501005000–50Cambio porcentual en créditos totales(millones de pesos)–201988-19891989-19901990-19911991-1992199219931993-19941994-19951995-19961996-19971997-1998–100créditos totalescréditos al consumohipoteca178

Fernando AportelaLa estrategia empírica para la investigación está basada en la existenciade mercados financieros fragmentados en la economía mexicana.McKinnon (1973) y Shaw (1973) fueron los primeros autores en introducireste concepto. La fragmentación del mercado financiero implicaque diferentes hogares pagan distintos precios por el mismo producto.La fragmentación genera diversas ineficiencias en la intermediaciónfinanciera. Por ejemplo, hogares que podrían estar ahorrando una partede su ingreso en una cuenta de banco no lo hacen porque ésta resultamuy cara en relación con el saldo que tendrían en la misma, lo cual losobliga a adoptar formas de ahorro poco eficientes, como puede ser elefectivo, joyas o electrodomésticos.Asimismo, esta fragmentación financiera limita el acceso de ciertosgrupos de la población al sistema. Esto hace que eventos económicosque se transmiten a los agentes a través del sistema financiero tengandiferente impacto entre los mismos dependiendo de su nivel de accesoa dicho sistema. Suponiendo un caso extremo, si la población se dividieraentre hogares con completo y con nulo acceso al sistema financiero,un aumento en la cantidad de crédito disponible en la economíatendría efectos de primer orden sólo en un grupo de la población. Elotro grupo no percibiría un efecto directo de la mayor disponibilidadde crédito.Durante el periodo de análisis (y hasta el día de hoy), los hogaresmexicanos tuvieron diferentes grados de acceso a los servicios financieros,dependiendo de dos características: su ingreso y su ubicación geográfica.Los hogares con altos ingresos tenían un mayor acceso a losservicios financieros que los de menores recursos. Usando la mismabase de datos que la del presente estudio, Székely (1996) muestra queexiste una clara relación entre el nivel del ingreso y el porcentaje delos hogares con tarjetas de crédito e hipotecas.Los cuadros 2 y 3 muestran regresiones Probit que captan el efectodel nivel de ingreso en la determinación de la probabilidad de que loshogares cuenten con una tarjeta de crédito. Como puede apreciarse endichos cuadros, usando la muestra correspondiente a 1989-1992, elcambio discreto en la probabilidad de que un hogar cuente con unatarjeta de crédito aumenta significativamente con el estrato de ingresopor miembro del hogar al que pertenezca. 16 El coeficiente se incrementade 0.12 para la categoría de 1 a 2 salarios mínimos por miembro del16 El ingreso por miembro del hogar se mide como múltiplos del salario mínimo en Méxicodurante 1992.180

Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoCuadro 2. 1989-1992: Análisis Probit de indicadores de accesoal crédito variable dependiente igual a 1 si el hogar tieneuna tarjeta de crédito a, b(errores estándares en paréntesis)1989-1992 1989 1992Dummies de ingresopor miembro:1 a 2 salarios mínimos 0.116 0.113 0.119(0.007) (0.009) (0.010)2 a 5 salarios mínimos 0.317 0.288 0.347(0.012) (0.017) (0.018)5 a 10 salarios mínimos 0.549 0.479 0.606(0.027) (0.041) (0.035)Más de 10 salarios mínimos 0.654 0.598 0.681(0.037) (0.074) (0.043)N 18 133 9 549 8 584Chi-Cuadrada 2 156.1 909.2 1 246.3a Los coeficientes reportan el cambio discreto en la probabilidad de que el hogar cuente conuna tarjeta de crédito. Las regresiones incluyen una constante y las dummies de niveles deingreso por miembro, pero no otras covariables.b Los estimados fueron hechos después de eliminar valores extremos para la tasa de ahorro.Específicamente, las tasas de ahorro se restringieron al intervalo –100 por ciento a 100 porciento. Se impusieron valores de ingreso mínimos y un rango en la edad del jefe del hogar.hogar hasta 0.65 para el nivel de ingreso más elevado. Las pruebasestadísticas realizadas rechazan la igualdad de los coeficientes de lasdiferentes categorías de ingresos. Cuando las muestras para 1989 y1992 se analizan por separado, se obtiene el mismo patrón.Como puede observarse en el cuadro 3, en la muestra 1994-1996 seencuentra el mismo tipo de comportamiento. La probabilidad de teneruna tarjeta de crédito se triplica si la categoría de ingreso por miembrodel hogar se incrementa de 1 a 2 salarios mínimos a 2 a 5 salariosmínimos (el coeficiente cambia de 0.10 a 0.32). Usando únicamente observacionesde 1996, el coeficiente también se triplica entre esas doscategorías de ingreso por miembro del hogar. Para las observacionesde 1994, el impacto es similar pero de una magnitud más reducida.Asimismo, los estudios sobre el acceso a los intermediarios financierosde las personas de bajos ingresos han mostrado que para esteestrato de la población el uso de servicios financieros está restringido,en vista de los elevados costos de transacción que implica proveer181

Fernando AportelaCuadro 3. 1994-1996: Análisis Probit de indicadores de accesoal crédito variable dependiente igual a 1 si el hogar tieneuna tarjeta de crédito a, b(errores estándares en paréntesis)1994-1996 1994 1996Dummies de ingresopor miembro:1 a 2 salarios mínimos 0.103 0.107 0.102(0.006) (0.009) (0.008)2 a 5 salarios mínimos 0.315 0.376 0.253(0.011) (0.015) (0.015)5 a 10 salarios mínimos 0.558 0.644 0.455(0.022) (0.028) (0.035)Más de 10 salarios mínimos 0.695 0.780 0.519(0.030) (0.030) (0.063)N 22 722 10 869 11 853Chi-Cuadrada 2 451.4 1 459.0 919.9a Los coeficientes reportan el cambio discreto en la probabilidad de que el hogar cuente conuna tarjeta de crédito. Las regresiones incluyen una constante y las dummies de niveles deingreso por miembro, pero no otras covariables.b Los estimados fueron hechos después de eliminar valores extremos para la tasa de ahorro.Específicamente, las tasas de ahorro se restringieron al intervalo –100 por ciento a 100 porciento. Se impusieron valores de ingreso mínimos y un rango en la edad del jefe del hogar.dichos servicios a este tipo de hogares. 17 Lo anterior es evidencia de queel acceso al sistema financiero, y específicamente al crédito, dependesignificativamente del nivel de ingreso de cada hogar. Este tipo de fragmentaciónimplica que los efectos de los ciclos de crédito deben ser demayor magnitud para los hogares con ingresos más altos.Sin embargo, no es posible descartar diferencias en las preferenciasde los hogares por distintos instrumentos de ahorro con base enese tipo de fragmentación. Es probable que parte del estrato de bajosingresos no utilice tarjeta de crédito simplemente porque sus preferenciasson distintas de las de individuos que tienen un mayor ingreso. 18Bajo diferentes preferencias, los coeficientes obtenidos a través de lasregresiones Probit resultarán sesgados por variables no observables.17 Éste es el caso de préstamos pequeños y cuentas de ahorro con bajos saldos. Mansell(1995) documenta que antes de 1994 la cuenta de ahorro representativa ofrecida por la bancacomercial en el país era demasiado cara, en términos de comisiones y bajos rendimientos, paralas personas de menores ingresos.18 Asimismo, este tipo de fragmentación no capta cambios en las preferencias a través deltiempo.182

Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoLa disponibilidad de servicios financieros no es universal. En lascomunidades pequeñas generalmente son nulos, lo cual es más evidenteen países menos desarrollados dadas las grandes diferencias queexisten entre las comunidades rurales y las urbanas. La falta de accesoal sistema financiero, debido a la ubicación de los hogares, es el segundotipo de fragmentación que aquí se estudia. Para el caso de México,Mansell (1995) menciona que, antes de 1994, sólo los hogares enáreas urbanas tenían acceso al crédito y a cuentas de ahorro en algunainstitución bancaria. Dicha autora describe que el acceso era muchomás restringido en las áreas rurales relativamente más pobres. 19Con base en los datos del Censo de Población de 1990 y de losCensos Económicos de 1989, así como del Conteo de Población de 1995y de los Censos Económicos de 1998, fue posible construir índices decorrelación entre la proporción de la población de cada estado localizadaen áreas rurales y la disponibilidad de servicios financieros. Además,se calcularon índices de correlación entre la proporción de comunidadesrurales en cada uno de los estados y la disponibilidad de serviciosfinancieros.Para este ejercicio, las comunidades rurales fueron definidas comoaquellas con una población menor a 15 000 personas. 20 En el cuadro 4se muestran los índices de correlación para la mayor parte del periodode análisis. Al inicio de los noventa, la correlación entre el número deunidades financieras 21 en los estados y la proporción de población ruralen los mismos fue negativa, –0.58. Por su parte, la correlaciónentre la proporción de empleados en servicios financieros (como porcentajedel total de empleados) y la proporción de la población ruralarrojó un coeficiente de –0.85. Ambos coeficientes resultaron significativosal 1 por ciento.También para el periodo 1989-1992, la correlación entre la proporciónde comunidades rurales en los estados y el número de unidadesbancarias en los mismos fue de –0.76. La correlación entre el porcentajede comunidades rurales y la proporción de empleados bancarioscon respecto a los empleados totales fue –0.70. Los dos índices fueronsignificativos al 1 por ciento.19 La autora también encuentra que los residentes en áreas rurales enfrentan costos significativospara tener acceso al sistema financiero, ya que tienen que viajar distancias considerablespara acudir al banco. Generalmente este costo no es trivial.20 El ejercicio se realizó también considerando como comunidades rurales a aquellas conpoblación menor a 50 000 habitantes. Los índices de correlación obtenidos fueron similares enmagnitud y en grado de significancia.21 Unidades financieras se refiere principalmente a sucursales bancarias, de banca dedesarrollo y de aseguradoras con atención directa al público.183

Fernando AportelaCuadro 4. Índices de correlación a nivel estatal de la proporciónde la población rural y la proporción de comunidades ruralescon indicadores financieros(periodos de 1989-1990 y 1995-1998) a, bProporciónProporciónde la población de comunidadesrural por estado rurales por estado1989- 1995- 1989- 1995-1990 1998 1990 1998Número de unidadesfinancieras en el estado –0.588 –0.396 –0.762 –0.471Empleados del sector financiero c –0.850 –0.049 –0.704 –0.422a Los cálculos fueron hechos con el Censo Mexicano de 1990, el Censo Económico de 1989y 1998, y el Conteo de 1995. Las comunidades rurales se definen como aquellas con poblaciónmenor de 15 000 habitantes.b Todos los índices de correlación son significativos al 1 por ciento.c Para el periodo de 1989-1990 la variable es proporción del empleo total en el estado.Como se muestra en el cuadro 4, durante el segundo quinqueniode los noventa las condiciones de disponibilidad de servicios bancariosfueron similares. El índice de correlación entre la proporción depoblación rural y el número de unidades bancarias resultó de –0.47(este índice fue significativo al 1 por ciento). La correlación entre elnúmero de empleados bancarios y la proporción de población rural enlos estados mexicanos fue –0.42. 22 Este coeficiente también fue estadísticamentesignificativo.En el caso de la proporción de comunidades rurales, durante lasegunda mitad de los noventa la correlación de esta variable y el númerode unidades bancarias en los estados fue de –0.40. Este índiceresultó significativo al 5 por ciento. La correlación entre la proporciónde comunidades rurales y el número de empleados financieros en losestados fue –0.05 (este coeficiente no resultó significativo).Los referidos resultados indican que existe una baja concentraciónde servicios bancarios en los estados con una proporción alta decomunidades rurales. Por tanto, en las comunidades pequeñas existeuna menor probabilidad de encontrar intermediarios bancarios. Enesas comunidades, los efectos de los cambios que tengan lugar en elsistema financiero (así como los ciclos de crédito) deben ser de segundo22 Nótese que en este caso se utilizó la correlación entre el número de empleados en elsector financiero por estado y no como proporción del empleo total.184

Efectos de los ciclos de crédito en Méxicoorden (es decir, su impacto se daría a través del efecto macroeconómicoque causan los ciclos de crédito en la economía), dada su limitadao nula presencia en áreas rurales. Éste es el segundo tipo de fragmentaciónfinanciera que se explora en este trabajo y se utiliza para laestrategia empírica.Dadas estas dos causas de fragmentación, se construyeron variablesrepresentativas del fenómeno por nivel de ingreso y por ubicaciónde los hogares. En el primer caso, se creó una variable “dummy”igual a uno si el ingreso por miembro del hogar era mayor o igual quedos salarios mínimos. Los hogares en esa categoría de ingreso tendránun acceso mayor al sistema financiero. Los hogares con un ingresomenor tendrán un acceso más limitado a los servicios aludidos.La razón para escoger este nivel específico de ingreso a fin de determinarel grado de exposición o acceso al sistema financiero, provienede la probabilidad de que un hogar tenga tarjeta de crédito. Dicha probabilidadaumenta considerablemente de la categoría de menos de 2salarios mínimos a la de 2 a 5 salarios mínimos (el cambio en la probabilidadse triplica entre estas dos categorías). 23 En consecuencia, esposible definir a dos grupos de hogares, uno con alta y el otro con bajaexposición al sistema financiero.La fragmentación financiera ocasionada a cada hogar por su ubicaciónse capta al definir un tamaño de referencia para poder asignarlea las comunidades la categoría de “rural” (pequeña) o de “urbana”(grande). En su caso, la localidad se definió como rural si poseía menosde 15 000 habitantes. A partir de esta definición se calculó otravariable dummy. Los principales resultados del artículo se refrendaronutilizando un tamaño alternativo para definir a las comunidades rurales.Según esta segunda definición, una comunidad se consideró ruralsi tenía menos de 50 000 personas. Los resultados del estudio no semodificaron significativamente. 24 Con este tipo de clasificación es posibleconstruir un grupo de hogares con alta exposición a los serviciosfinancieros (los ubicados en comunidades grandes) y un grupo con bajaexposición (es decir, los hogares en localidades rurales).El cuadro 5 muestra las medias de variables seleccionadas paralas cuatro encuestas, sin hacer distinción en cuanto al grado de acceso23 Sin embargo, si se utiliza una definición alternativa para el nivel de ingreso, los resultadosno cambian, siempre y cuando dicha definición no sea extrema.24 Solamente en el caso del ejercicio que combina las dos fuentes de fragmentación, para elperiodo 1989-1992, el efecto de dicha fragmentación tiene un grado de significancia estadísticamenor.185

Fernando AportelaCuadro 5. Cuadro de medias de variables seleccionadas, 1989-1996 a1989 1992 1994 1996Tasas de ahorro(puntos porcentualesde ingreso) 7.78 9.59 8.03 1.20(0.38) (0.39) (0.33) (0.31)Ingreso (pesos de 1992) 4 981 5 523 5 308 4 060(120.92) (128.59) (84.18) (89.30)Tamaño del hogar 5.11 4.94 4.85 4.71(0.02) (0.02) (0.02) (0.02)Edad del jefe de hogar 41.56 40.55 41.61 41.21(0.12) (0.12) (0.11) (0.10)Indicador de educación 2.54 2.44 2.47 2.69(0.02) (0.02) (0.02) (0.02)Núm. de receptoresde ingreso 1.71 1.65 1.76 1.78(0.01) (0.01) (0.00) (0.00)Núm. de hijos 1.56 1.59 1.65 1.58(0.01) (0.01) (0.01) (0.01)N 9 549 8 584 10 869 11 853Fuente: Cálculos propios usando las Encuestas de Ingreso-Gasto de los Hogares de 1989,1992, 1994 y 1996.a Errores estándares en paréntesis. Las tasas de ahorro se calcularon como la diferenciaentre el ingreso y el gasto trimestrales dividida por el ingreso trimestral. Los cálculos fueronhechos después de eliminar valores extremos de tasas de ahorro y bajos ingresos. Específicamente,las tasas de ahorro se restringieron al intervalo de –100 por ciento a 100 por ciento.de los hogares al sistema financiero. Como puede observarse, la tasa deahorro promedio se incrementó de 7.78 por ciento en 1989 a 9.59 porciento en 1992, reduciéndose posteriormente a 8.03 por ciento en 1994.En 1996 dicha variable registró una caída sustancial, pues la tasapromedio de ahorro de los hogares fue de solamente 1.20 por ciento.Esto se explica en parte por la magnitud de la reducción del ingresoque tuvo lugar en ese periodo. 25 El ingreso promedio por hogar alcanzóun valor máximo en 1992. De dicho año hasta 1996, el ingreso realsufrió una contracción de más de 26 por ciento en términos reales (elingreso real promedio resultó de tan sólo 4 060 pesos en 1996). 2625 En promedio, el ingreso cayó 23 por ciento en términos reales de 1994 a 1996, mientrasque el consumo se redujo 19 por ciento, en promedio, durante el mismo periodo.26 Todas las cifras de ingreso se presentan en términos reales en pesos de 1992.186

Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoEl número de miembros por hogar es similar en todas las encuestas,y el promedio es cercano a 5. El indicador del nivel de educacióndel jefe de familia es de magnitud comparable en las cuatro encuestas,con un promedio cercano a 2.5 (lo que implica que en promedio losjefes de familia tenían menos de 6 años de educación). El número promediode receptores de ingreso fue similar en todos los años, aproximadamente1.7. El número de hijos por hogar resultó estable en todaslas encuestas: cerca de 1.6 hijos en promedio.Una perspectiva diferente se obtiene al dividir la muestra utilizandolas variables de fragmentación. Considerando la fragmentaciónpor ingreso, la tasa de ahorro de los hogares de bajos ingresosfluctuó entre 5.70 y 6.66 por ciento de 1989 a 1994 (véase el cuadro 6).Sin embargo, durante 1996 la tasa de ahorro para este tipo de hogares seredujo a –1.17 por ciento. En el caso del segmento de altos ingresos, latasa de ahorro registró su nivel máximo de 26.89 por ciento en 1992,pero se redujo a 21.17 por ciento en 1994 y a 20.30 por ciento en 1996.Utilizando también la variable de fragmentación por ingreso, el ingresotrimestral promedio de los hogares con acceso limitado al sistemafinanciero fluctuó entre 3 372 pesos y 3 560 pesos de 1989 a 1994.Asimismo, durante 1996 el ingreso promedio de este grupo sufrió unareducción significativa, pues disminuyó a 2 839 pesos. En cuanto alingreso de los hogares ricos, éste siguió un patrón similar al de los máspobres, experimentando una caída de 14.5 por ciento de 1994 a 1996.El cuadro 7 muestra la tasa de ahorro y las medias de ingreso quese obtienen utilizando la variable de fragmentación por ubicación. Estaclasificación muestra una mayor variación de la tasa de ahorro que enel caso de la fragmentación por ingreso. Como puede observarse, en loshogares ubicados en comunidades pequeñas, la tasa de ahorro fluctuóentre 5.70 y 14.16 por ciento en el periodo 1989-1994. Desde 1992 latasa de ahorro de los hogares localizados en comunidades grandes hasido menor que la de los ubicados en áreas rurales. La diferencia másgrande se observó en 1992, cuando la tasa de ahorro promedio fuerespectivamente de 14.16 y 5.79 por ciento, para hogares en comunidadespequeñas y grandes. En 1996, la tasa de ahorro de los hogaresfue similar para los dos tipos de comunidades, aproximadamente 1.5puntos porcentuales.Finalmente, como se muestra en el cuadro 7, el ingreso ha sidopersistentemente superior en las áreas urbanas. En 1989, el ingresopromedio de los hogares en comunidades grandes resultó 36 por cientomayor que el de los ubicados en poblaciones pequeñas. La diferen-187

Fernando AportelaCuadro 6. Cuadro de medias presentadas por niveles de ingresopor miembro del hogar a, bTasas de ahorroIngreso(puntos porcentuales de ingreso) (pesos de 1992)Bajos ingresos Altos ingresos Bajos ingresos Altos ingresos1989 5.77 22.50 3 560 15 353(0.41) (1.04) (27.73) (927.29)N 8 398 1 151 8 398 1 1511992 6.66 26.89 3 433 17 845(0.42) (1.00) (29.14) (783.83)N 7 339 1 245 7 339 1 2451994 5.70 21.17 3 372 16 225(0.35) (0.80) (25.17) (454.60)N 9 232 1 637 9 232 1 6371996 –1.17 20.30 2 839 13 868(0.32) (0.92) (20.54) (735.38)N 10 540 1 313 10 540 1 313Fuente: Cálculos propios usando las encuestas Nacionales Ingreso-Gasto de los Hogaresde 1989, 1992, 1994 y 1996.a Errores estándares en paréntesis. Las tasas de ahorro se calcularon como la diferencia entreel ingreso y el gasto trimestrales dividida por el ingreso trimestral. Los cálculos fueron hechos despuésde eliminar valores extremos de tasas de ahorro y bajos ingresos. Específicamente, las tasas deahorro se restringieron al intervalo de –100 por ciento a 100 por ciento.b Los hogares de bajos ingresos se definen como aquellos con ingreso por miembro del hogarmenor a 2 salarios mínimos. Los hogares de altos ingresos son aquellos con ingreso por miembrodel hogar mayor o igual a 2 salarios mínimos.cia resultó más amplia en las encuestas posteriores: 97 por ciento en1992, 62 por ciento en 1994 y 48 por ciento en 1996. 27V. Estrategia empírica y principales resultadosV.1. Estrategia empíricaLa evolución del crédito privado y del sector financiero, durante losaños noventa, debe haber tenido un impacto significativo sobre el com-27 Es importante mencionar que el número de hogares en comunidades pequeñas, conrespecto a los localizados en áreas urbanas, es diferente de 1989 a 1992. La encuesta de 1989contiene información sobre hogares ubicados en 258 comunidades grandes y pequeñas; en tantoque la encuesta de 1992 incluye 363 comunidades. Por otra parte, sólo 130 comunidades fueronencuestadas tanto en 1989 como en 1992 (es decir, la intersección de los dos conjuntos de comunidadesde ambas encuestas es de 130 comunidades). Esto puede presentar problemas de selecciónpara las estimaciones. Sin embargo, los resultados de los ejercicios realizados usando solamenteobservaciones de esas 130 comunidades no son significativamente distintos de los obtenidosanteriormente. Por tanto, la estructura diferenciada de la muestra en esos dos años no esla causa de los patrones de comportamiento obtenidos.188

Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoCuadro 7. Cuadro de medias presentadas por tamaño de comunidad(comunidades pequeñas son aquellas con población < 15 000) aTasas de ahorroIngreso(puntos porcentuales de ingreso) (pesos de 1992)Comunidades Comunidades Comunidades Comunidadespequeñas: pequeñas: pequeñas: pequeñas:población población población población≤15 000 >15 000 ≤15 000 >15 0001989 5.70 8.21 3 829 5 219(0.96) (0.42) (106.97) (143 97)N 1 628 7 921 1 628 7 9211992 14.16 5.79 3 609 7 119(0.63) (0.50) (110.53) (214.27)N 3 902 4 682 3 902 4 6821994 11.83 7.66 3 388 5 499(1.21) (0.34) (141.70) (91.24)N 982 9 887 982 9 8871996 1.59 1.16 2 823 4 190(1.23) (0.31) (116.11) (97.79)N 1 120 10 733 1 120 10 733Fuente: Cálculos propios usando las encuestas Nacionales Ingreso-Gasto de los Hogaresde 1989, 1992, 1994 y 1996.a Errores estándares en paréntesis. Las tasas de ahorro se calcularon como la diferenciaentre el ingreso y el gasto trimestrales dividida por el ingreso trimestral. Los cálculos fueronhechos después de eliminar valores extremos de tasas de ahorro y bajos ingresos. Específicamente,las tasas de ahorro se restringieron al intervalo de –100 por ciento a 100 por ciento.portamiento del ahorro de los hogares. 28 Sin embargo, no todos loshogares mexicanos fueron afectados con la misma intensidad. La exposicióndirecta al sistema financiero y el acceso al crédito dependíasignificativamente del nivel de ingreso y de la ubicación de los hogares.Una forma conveniente de analizar los efectos de dichos acontecimientossobre el ahorro de los hogares sería el dar seguimiento al28 Dos eventos de orden financiero, que tuvieron lugar durante el periodo de estudio, sonrelevantes en el comportamiento de la tasa de ahorro de los hogares: la evolución de las tasas deinterés pasivas y el ciclo de crédito. En cuanto al primer evento, las tasas de interés realespasivas fueron bajas durante todo el periodo, aún después de la liberalización financiera (aexcepción de algunos meses posteriores a la crisis de 1994). Es decir, no se observaron cambiossignificativos en el nivel de las mismas y su varianza fue relativamente pequeña. Sin embargo,los cambios en los patrones de crédito sí fueron muy pronunciados durante el periodo. Como semencionó anteriormente, el crédito al consumo tuvo un aumento acumulado de más de 170 porciento de 1989 a 1992 y una reducción acumulada de casi 70 por ciento de 1994 a 1996. Sinduda, el efecto del crédito sobre la tasa de ahorro fue muy superior al de las tasas de interés.Por tanto, el ciclo de crédito es la principal variable que determina el comportamiento de ahorrode los hogares.189

Fernando Aportelamismo hogar antes y después del cambio en los ciclos de crédito. Elproblema de este enfoque reside en que los datos disponibles no formanun panel de observaciones. Las encuestas de ingreso-gasto son cortestransversales repetidos en diferentes años y no dan seguimiento a losmismos hogares.Sin embargo, las variables de fragmentación financiera de la economíamexicana pueden usarse para construir una estrategia empíricaorientada a estimar el impacto del crédito sobre el ahorro. Los efectosde los ciclos de crédito deben haber sido más fuertes para los hogarescon mayor acceso al sistema financiero. Por tanto, la interacción de lavariable dummy del grupo de altos ingresos con una dummy para elaño de 1992, captura el efecto sobre el comportamiento de los hogaresque estuvieron más expuestos a la reforma financiera y a la subsecuenteexpansión del crédito. El coeficiente de interacción entre ladummy de alto ingreso y una dummy para 1996 captura el efecto de lacontracción del crédito sobre la tasa de ahorro de los hogares con mayorexposición al sistema financiero. 29Como se explica en la sección IV, los hogares de altos ingresos sedefinen como aquellos con un ingreso mayor que 2 salarios mínimos(expresados en pesos de 1992). Una definición distinta de los hogaresde altos ingresos no modifica los resultados obtenidos, siempre quedicha redefinición no sea extrema.Para este tipo de determinante de la fragmentación financiera, laestrategia consistió en estimar dos ecuaciones por separado: una parael periodo de expansión del crédito, de 1989-1992, y otra para la contraccióndel mismo, en el lapso 1994-1996. La especificación econométricaes la siguiente:S i = δ 0 Dummy199(2,6) i × Dummy Alto Ingreso i + δ 1 Dummy199(2,6) i+ δ 2 Dummy Alto Ingreso i + X i β + ε i (1)La variable dependiente S i es la tasa de ahorro para el hogar i. Elcoeficiente de la primera variable exógena de la ecuación (1) (Dummy199(2,6) i × Dummy Ingreso Alto i ) representa el efecto sobre la tasa de29 Si bien otros eventos económicos cuyo canal de transmisión no fue el sector financieropudieron haber afectado a la tasa de ahorro de los hogares, éstos influyen de manera indistintaa todos los hogares independientemente del nivel de acceso de dichos hogares a los serviciosfinancieros. Por tanto, el impacto de eventos económicos no correlacionados con el sector financieroen la tasa de ahorro de los hogares se identifica a través de las dummies para los años de1992 y 1996 incluidas en las regresiones de este artículo.190

Efectos de los ciclos de crédito en Méxicoahorro de los hogares con mayor acceso al sistema financiero despuésde la expansión del crédito en 1992 y la contracción del mismo en 1996.La ecuación (1) también contiene una dummy para los años 1992 o1996 (dependiendo del caso) y una dummy igual a uno si el hogar esde alto ingreso. Las demás variables exógenas (representadas por X i )son las siguientes: el sexo del jefe del hogar, el indicador del nivel deeducación del jefe del hogar y su valor al cuadrado, la ocupación del jefedel hogar, una dummy por recepción de ingreso irregular, 30 una dummypara estabilidad en el empleo, 31 una dummy para acceso a serviciosmédicos, el número de receptores de ingreso en el hogar, el porcentajede hijos en el hogar y variables dummy para cada una de las entidadesfederativas de México.Como se mencionó, si las preferencias en cuanto al ahorro y alcrédito son diferentes entre los hogares de bajos y de altos ingresos, ellopodría implicar que, aun cuando los hogares de bajos ingresos tuvieranacceso a intermediarios financieros, su comportamiento podría nohaber cambiado o permanecido sin modificación ante diferentes ciclosde crédito simplemente por tener preferencias distintas. Es decir, lasestimaciones podrían estar captando sólo el efecto de diferentes patronesde preferencias.La fragmentación por ubicación del hogar debe ser menos problemáticaen términos de hogares con diferentes preferencias por ahorroy crédito. La razón es que en las comunidades, independientemente desu tamaño, existen hogares con todos los niveles de ingreso. La diferenciaradica entonces en que los hogares ubicados en áreas urbanas estánmás expuestos al sistema financiero que los hogares en comunidadespequeñas, independientemente de su nivel de ingreso.Con el fin de captar esta fuente de fragmentación financiera, seconstruyó una variable dummy asociada al tamaño de las comunidades.Esta variable toma un valor de uno si la población de la localidad esmayor o igual que 15 000 personas. 32La ecuación para este tipo de fragmentación se estimó por separadopara los periodos 1989-1992 y 1994-1996. La especificación econométricase presenta en la ecuación (2) a continuación:30 La percepción de ingreso se considera irregular si éste se recibe en intervalos de tiempomayores que 3 meses.31 Esta variable es igual a uno si el trabajador o trabajadora pertenece a un sindicato y tieneun contrato de trabajo formal.32 Esta no fue la única definición utilizada. En particular, se estimaron las ecuacionesconsiderando comunidades grandes a aquellas con más de 50,000 habitantes. Al respecto cabenotar que los resultados no cambiaron significativamente.191

192Fernando AportelaS i = α 0 Dummy199(2,6) i × Dummy Comunidad Grande i +α 1 Dummy199(2,6) i +α 2 Dummy Comunidad Grande i + X i β + ε i (2)En esta especificación, S i también representa la tasa de ahorro delhogar i. La interacción de las variables dummy para los años de 1992o 1996 con la variable dummy de comunidad grande captura el efectode los ciclos de crédito para los hogares con mayor exposición al sistemafinanciero. Las dummies para los años y para el tamaño de la comunidadtambién fueron incluidas por separado. Las variables exógenas,representadas por X i , son las mismas que en el caso de la estimaciónpara la fragmentación por nivel de ingreso más la variable del nivelde ingreso de los hogares.Una extensión natural de estos dos ejercicios es la de combinarambas fuentes de fragmentación en una sola estimación. El grado deacceso o exposición al sistema financiero se incrementa con el ingresoy con el tamaño de la comunidad en la que se ubica el hogar. Por tanto,es posible considerar estas dos dimensiones con un coeficiente de tripleinteracción, cuya variable captura el efecto de la reforma y la posteriorcrisis financiera sobre el grupo de hogares más expuestos alsistema financiero (los hogares de altos ingresos ubicados en áreasurbanas en 1992 o 1996). La ecuación (3) representa la especificaciónpara el estimador de triple interacción.S i = γ 0 Dummy199(2,6) i × Dummy Alto Ingreso i × DummyComunidad Grande i+ γ 1 Dummy199(2,6) i × DummyAltoIngreso i+ γ 2 Dummy199(2,6) i × Dummy Comunidad Grande i+ γ 3 Dummy Alto Ingreso i × Dummy Comunidad Grande i+ γ 4 Dummy199(2,6) i × γ 5 Dummy Alto Ingreso i + γ 6 DummyComunidad Grande i+ X i β + ε i (3)En la ecuación (3), S i representa la tasa de ahorro del hogar. Laprimera variable exógena es la interacción de la dummy del año 1992o 1996, con la dummy de alto ingreso y la dummy para comunidadgrande. La ecuación incluye también los términos de interacción desegundo orden de las variables dummy, así como ambas variables porseparado. Las demás variables exógenas, representadas por X i , sonlas mismas que en la ecuación (1).En todos los casos, las estimaciones se realizaron por separadopara el periodo de expansión y el de contracción del crédito.

V.2. Resultados 33Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoPara este trabajo fueron utilizadas dos técnicas econométricas distintaspara todas las estimaciones realizadas. La primera fue la de mínimoscuadrados ordinarios con errores estándar robustos. La segunda,la de regresiones medianas, ya que ésta no se ve afectada por problemasde no normalidad en la distribución de la tasa de ahorro (variaspruebas de normalidad efectuadas para la distribución de dicha variableindican que esta condición no se cumplía). Este último tipo deregresión se calculó con errores estándar “bootstrapped” con 100iteraciones. 34Todos los cálculos se hicieron después de eliminar de la muestralos valores extremos. En particular, la tasa de ahorro se restringió alintervalo –100 por ciento a 100 por ciento. Asimismo, se impusieronvalores mínimos para el ingreso y valores máximos y mínimos para laedad del jefe del hogar. 35Se estimaron por separado regresiones para los dos tipos de fragmentación.Sin embargo, también se consideró importante combinarambas fuentes, por lo que se realizó el análisis de triple interacción. 36Dicho ejercicio también se hizo separando los coeficientes de tripleinteracción por diferentes categorías de edad del jefe del hogar. Loscambios en el comportamiento del ahorro ante diferentes ciclos decrédito resultaron distintos dependiendo de la edad del jefe del hogar,dado que las familias pueden tener diferentes razones para ahorraren función de su estructura de edades. Por ejemplo, los hogares depersonas jóvenes probablemente enfrentan más restricciones de crédito.Con base en la edad del jefe del hogar se construyeron categorías33 En este artículo solamente se hace referencia a los valores de los coeficientes de interacción.Sin embargo, cuando se considera necesario, se mencionan los valores alcanzados por loscoeficientes de otras variables. Asimismo, los cuadros de resultados presentan los coeficientesestimados de todas las variables.34 En la técnica de regresiones medianas se estiman los coeficientes de las variables exógenascon respecto a la mediana de la distribución de las variables. Esta técnica es útil cuando lasvariables tienen valores extremos o distribuciones que no son normales. Se trata de una técnicano lineal.35 Para el periodo 1989-1992, 3 480 observaciones (alrededor de 16 por ciento del total dela muestra) no cumplieron dichas condiciones; en el periodo 1994-1996, 4 120 observacionesfueron excluidas del análisis (aproximadamente el 15 por ciento de la muestra).36 Un problema con la fragmentación por ingreso es que, para que ésta resultase adecuada,las preferencias de los hogares en cuanto al ahorro y al crédito debían ser las mismas independientementedel nivel de ingreso. Esto resulta necesario para que, ante cambios similares enlas condiciones y acceso al crédito, las modificaciones en las conductas de ahorro fueran lasmismas para los grupos de altos y bajos ingresos.193

Fernando Aportelade edad con amplitud de cinco años cada una. En este procedimientoel coeficiente de triple interacción se multiplicó por las variablesdummy de las categorías de edad.V.2.1. La expansión del crédito: 1989-1992A.1. Fragmentación por nivel de ingresoEl cuadro 8 presenta los resultados obtenidos para este caso. La primeracolumna contiene las estimaciones de mínimos cuadrados ordinarios(MCO) excluyendo variables exógenas o controles adicionales.Como puede observarse, el coeficiente de interacción entre la dummyde 1992 y la dummy de altos ingresos resultó 3.5 puntos porcentualesy significativo al nivel de 5 por ciento. En el caso de MCO con controles(segunda columna del cuadro 8), el coeficiente de interacción es aproximadamenteigual al anterior, aunque con un nivel de significanciamayor.En lo que toca a las regresiones medianas (RM), los resultados fueronsimilares a los obtenidos utilizando MCO. Es importante mencionarque en los ejercicios efectuados con esta técnica los coeficientes deinteracción resultaron de mayor magnitud. Para la especificación sincontroles, el coeficiente de interacción de la dummy de 1992 y la dummyde altos ingresos fue de 5.7 puntos porcentuales y significativo al 1por ciento. Para la especificación con controles, el coeficiente de dichavariable resultó 5.5 puntos porcentuales.Sin embargo, los resultados de fragmentación por ingreso no fueronrobustos en la muestra utilizada. En particular, al usar únicamenteobservaciones de comunidades que fueron encuestadas tantoen 1989 como en 1992, los resultados no son significativos.B.1. Fragmentación por ubicaciónLa estimación utilizando la fragmentación por ubicación para el periodo1989-1992 se presenta en el cuadro 9. Para el caso de MCO sincontroles, el coeficiente de interacción de la dummy de 1992 y la dummyde comunidad grande fue significativo al 1 por ciento y su valor fue–10.9 puntos porcentuales. El efecto es similar cuando se incluyen másvariables exógenas. En este último caso el coeficiente de interacciónde las dos variables dummy resultó –8.3 puntos porcentuales y signi-194

Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoCuadro 8. 1989-1992: Efectos de la reforma financiera en la tasade ahorro. Análisis para hogares de altos ingresos versus hogares debajos ingresos(puntos porcentuales de ingreso y errores estándares en paréntesis) aMínimos cuadradosordinarios bRegresiones medianas cSin controles Con controles d Sin controles Con controles dDummy 1992 0.90 0.91 –0.74 0.25(0.59) (0.64) (0.68) (0.76)Dummy alto ingreso 16.73 19.07 15.56 18.05(1.12) (1.17) (1.17) (1.04)Dummy 1992 × 3.49 3.92 5.65 5.52dummy alto ingreso (1.56) (1.51) (1.71) (1.67)Dummy del sexo del jefe 0.28 1.13del hogar (hombre = 1) (0.83) (0.81)Edad jefe de hogar 0.01 –0.02(0.03) (0.04)Indicador de educación –1.56 –1.30(jefe de hogar) (0.44) (0.52)Cuadrado del indicador 0.08 0.06de educación (0.05) (0.06)Jefe de hogar obrero 0.73 0.73(1.00) (1.03)Jefe de hogar campesino 1.42) 1.03)(1.29 (1.41Jefe de hogar patrón 9.59) 10.91(1.51 (1.80)Jefe de hogarautoempleado 3.98) 4.07)(1.08 (1.43Recepción irregular 4.35) 5.86)de ingreso (1.00 (1.16Estabilidad en empleo –0.01 –0.38(0.48) (0.50)Servicio médico –1.07 –0.81(0.67) (0.76)Número de receptores 4.33) 4.66)de ingreso (0.28 (0.28% de hijos en el hogar –0.84 –2.90(1.39) (1.77)Constante 5.77 –3.33 9.65 –0.95(0.41) (3.17) (0.54) (3.40)N 18 133 18 133 18 133 18 133a Las tasas de ahorro se calcularon como la diferencia entre el ingreso trimestral y el gastotrimestral dividida por el ingreso trimestral. Los cálculos fueron hechos después de eliminarvalores extremos de tasas de ahorro y bajos ingresos. Específicamente las tasas de ahorro serestringieron al intervalo de –100 por ciento a 100 por ciento.b Errores estándares robustos en paréntesis.c Errores estándares “bootstrapped” con 100 iteraciones en paréntesis.d Dummies de los estados se incluyen en las regresiones, pero no se presentan.195

196Fernando Aportelaficativo al 1 por ciento. Esto indica que los hogares ubicados en comunidadescon servicios financieros redujeron su tasa de ahorro, despuésde la reforma financiera y la subsecuente expansión del crédito.Usando la técnica de regresión mediana, las estimaciones sin controlesmuestran un patrón similar al obtenido al utilizarse MCO. Elcoeficiente de interacción de la dummy de 1992 y la dummy de comunidadgrande resultó de –12.4 puntos porcentuales y significativo al 1por ciento, lo que indica el mismo tipo de comportamiento ya enunciado:que los hogares ubicados en comunidades grandes redujeron sutasa de ahorro después de la reforma financiera.Los resultados con controles se muestran en la cuarta columna delcuadro 9. Como puede observarse, los coeficientes estimados son similaresa los obtenidos en los ejercicios anteriores. El coeficiente deinteracción de la dummy para comunidad grande y la variable dummypara 1992 fue –10.7 puntos porcentuales de ingreso y significativo al1 por ciento.C.1. Resultados de combinar ambas fuentes de fragmentaciónLa primera columna del cuadro 10 muestra estos resultados para MCO.El coeficiente de triple interacción, es decir, el coeficiente de lainteracción de la variable dummy para 1992, de la dummy para altosingresos y de la dummy para comunidades grandes, fue –11.2 puntosporcentuales y significativo al 5 por ciento. Esto implica que en loshogares más vinculados al sistema financiero el ahorro disminuyósignificativamente después de la reforma correspondiente. Cuando seagregan más variables exógenas a la regresión de MCO, el coeficienteresulta de 8.8 puntos porcentuales. 37Utilizando la técnica de RM, los coeficientes de triple interacciónfueron de mayor magnitud y con mayor nivel de significancia. En laestimación sin controles, el coeficiente de triple interacción ascendióa –16.2 por ciento y fue significativo al 1 por ciento. Para la estimacióncon controles, dicho coeficiente resultó cercano a –13 puntos porcentualesy significativo al 1 por ciento. Estos resultados sugieren quelos hogares con mayor exposición al sistema financiero, y por consecuenciaa la expansión del crédito, redujeron significativamente sutasa de ahorro a raíz de la reforma al sistema.37 Si se usa la definición alternativa para comunidades grandes (es decir, aquella según lacual estas comunidades se identifican por contar con más de 15,000 habitantes), el coeficientede triple interacción resulta también negativo, pero su nivel de significancia disminuye.

Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoCuadro 9. 1989-1992: Efectos de la reforma financiera en la tasade ahorro. Análisis de comunidades grandes versus pequeñas(comunidades grandes con población $ 15 000)(puntos porcentuales de ingreso y errores estándares en paréntesis) aMínimos cuadradosordinarios bRegresiones medianas cSin controles Con controles d Sin controles Con controles dDummy 1992 8.47) 6.82) 8.42) 7.70)(1.15 (1.18 (1.13 (1.29Dummy comunidad (igual 2.52) 1.39) 3.17) 2.90)a 1 si población $ 15 000) (1.05 (1.10 (1.05 (1.30Dummy 1992 × dummy –10.89 –8.29 –12.42 –10.74comunidad grande (1.32) (1.36) (1.36) (1.59)Ingreso por miembro 0.00) 0.00)(0.00 (0.00Dummy del sexo del jefe –0.38 –0.29del hogar (hombre = 1) (0.84) (1.02)Edad jefe de hogar 0.00) –0.04(0.03 (0.04)Indicador de educación –1.23 –0.91(jefe de hogar) (0.45) (0.60)Cuadrado del indicador 0.16) 0.04)de educación (0.06 (0.08Jefe de hogar obrero 0.47) 0.29)(1.00 (1.21Jefe de hogar campesino –0.21 –0.56(1.30) (1.43)Jefe de hogar patrón 11.01 9.48)(1.76) (1.74Jefe de hogar 4.04 3.62autoempleado (1.09) (1.34)Recepción irregular 2.93 4.81)de ingreso (1.02) (1.30Estabilidad en empleo 0.00 0.32(0.48) (0.49)Servicio médico 0.49 0.40(0.68) (0.79)Número de receptores 4.37 4.58de ingreso (0.28) (0.35)% de hijos en el hogar 5.08 4.21(1.47) (1.79)Constante 5.70 –2.60 8.92) –0.85(0.96) (3.34) (0.93 (4.23)N 18 133 18 133 18 133 18 133a Errores estándares en paréntesis. Las tasas de ahorro se calcularon como la diferenciaentre el ingreso trimestral y el gasto trimestral dividida por el ingreso trimestral. Los cálculosfueron hechos después de eliminar valores extremos de tasas de ahorro y bajos ingresos.Específicamente las tasas de ahorro se restringieron al intervalo de –100 por ciento a 100 porciento.b Errores estándares robustos en paréntesis.c Errores estándares “bootstrapped” con 100 iteraciones en paréntesis.197

Fernando AportelaCuadro 10. 1989-1992: Efectos de la reforma financiera en la tasade ahorro de los hogares. Análisis de triple interacción(comunidades grandes con población $ 15 000)(puntos porcentuales de ingreso y errores estándares en paréntesis) aMínimos cuadradosordinarios bRegresiones medianas cSin controles Con controles d Sin controles Con controles dDummy 1992 7.92) 6.00) 7.73) 6.15)(1.18 (1.21 (1.50 (1.62Dummy altos ingresos 20.38 21.44 19.06 19.05(3.49) (3.50) (4.67) (3.68)Dummy comunidad (igual 2.01 1.73 2.30 2.59a 1 si población $ 15 000) (1.09) (1.14) (1.26) (1.32)Dummy 1992 × dummy 15.90 12.93 23.37 18.98altos ingresos (4.27) (4.19) (5.48) (3.97)Dummy 1992 × dummy –12.78 –8.86 –13.45 –9.95comunidad (1.37) (1.40) (1.69) (1.89)Dummy altos ingresos × –4.25 –3.65 –4.46 –2.15dummy comunidad (3.68) (3.66) (4.79) (3.82)Dummy 1992 × dummy –11.22 –8.78 –16.19 –12.74comunidad × dummy (4.59) (4.50) (5.89) (4.03)altos ingresosDummy del sexo del jefe –0.40 0.40del hogar (hombre = 1) (0.83) (1.01)Edad jefe de hogar 0.01 0.02(0.03) (0.03)Indicador de educación –1.28 –0.81(jefe de hogar) (0.44) (0.48)Cuadrado del indicador 0.07) 0.02)de educación (0.05 (0.06Jefe de hogar obrero 0.84 1.03(1.00) (1.13)Jefe de hogar campesino 0.06 0.09(1.30) (1.42)Jefe de hogar patrón 9.02 0.09(1.51) (1.89)Jefe de hogar autoempleado 3.88 3.92(1.08) (1.24)Recepción irregular 2.99 4.34de ingreso (1.00) (1.22)Estabilidad en empleo –0.08 –0.48(0.48) (0.53)Servicio médico –0.65 –0.66(0.67) (0.79)Número de receptores 4.44) 4.64)de ingreso (0.28 (0.33% de hijos en el hogar –1.26 –3.68(1.38) (1.68)198

Cuadro 10. ConclusiónEfectos de los ciclos de crédito en MéxicoMínimos cuadradosordinarios bRegresiones medianas cSin controles Con controles d Sin controles Con controles dConstante 4.12) –4.11 7.88) –2.23(0.99) (3.30) (1.21 (3.08)N 18 133 18 133 18 133 18 133a Las tasas de ahorro se calcularon como la diferencia entre el ingreso trimestral y el gastotrimestral dividida por el ingreso trimestral. Los cálculos fueron hechos después de eliminarvalores extremos de tasas de ahorro y bajos ingresos. Específicamente las tasas de ahorro serestringieron al intervalo de –100 por ciento a 100 por ciento.b Errores estándares robustos en paréntesis.c Errores estándares “bootstrapped” con 100 iteraciones en paréntesis.d Dummies de los estados se incluyen en las regresiones pero no se presentan.D.1. Resultados de la triple interacción por categorías de edad 38Los resultados de esta sección muestran que el impacto de la reformafinanciera fue mayor en los hogares de personas jóvenes. Para loshogares cuyo jefe se ubicaba en la categoría de 20 a 25 años de edad, elcoeficiente de triple interacción fue –17 puntos porcentuales y significativoal 1 por ciento. Para la categoría de 25 a 30 años el coeficienteestimado fue –12.8 puntos porcentuales; para la de 30 a 35 años, –14.7puntos porcentuales y para la de 35 a 40 años, –12.6 puntos porcentuales.Todos estos coeficientes resultaron altamente significativosestadísticamente. Sin embargo, para los hogares de edad más avanzada,los coeficientes estimados fueron más pequeños y generalmenteno significativos. En la gráfica 3 se presenta a los coeficientes estimadosy las bandas correspondientes a un intervalo de confianza del 95por ciento.Los hogares de personas jóvenes de altos ingresos fueron los quereaccionaron más significativamente a la reforma financiera disminuyendosu tasa de ahorro. Estos hogares eran los que, a pesar de contarcon un ingreso elevado, probablemente no gozaban de fácil acceso alcrédito antes de la reforma financiera (una posible explicación paraello puede ser que los hogares en este caso no contaban con suficientecolateral para garantizar créditos al consumo). Este resultado es congruentecon la presencia de restricciones al crédito más fuertes antesde la reforma financiera.38 La estimación se realizó con MCO y sin incluir controles adicionales, únicamente las variablesde interacción.199

Fernando AportelaGráfica 3. 1989-1992: Coeficientes de triple interacciónpor categoría de edad de jefe del hogar(mínimos cuadrados ordinarios sin controles)10.00Puntos porcentuales de ingreso0.00–10.00–20.00–30.0020-25 25-30 30-35 35-40 40-45 45-50 50-55 55-60 60-65Edad jefe del hogarCoeficientesIntervalo confianzaV.2.2. La contracción del crédito: 1994-1996A.2. Fragmentación por nivel de ingresoEn el cuadro 11 se recogen los resultados del ejercicio realizado usandola variable de fragmentación por nivel de ingreso. Como puede observarse,en el caso de MCO sin controles, los hogares con una mayorexposición al sistema financiero incrementaron su tasa de ahorrosignificativamente en 6.01 puntos porcentuales, aumento significativoestadísticamente al nivel de 1 por ciento. Cuando se agregan controles,el coeficiente de la interacción de la dummy para 1996 y ladummy de ingresos altos resulta 4.65 puntos porcentuales y es tambiénsignificativo al 1 por ciento.El comportamiento expuesto se repite al utilizar la técnica de RM.En el caso sin controles, el coeficiente de interacción de la dummy delaño 1996 y la dummy para altos ingresos resultó significativo y aúnmayor que en el caso de MCO. En los hogares con alta exposición alsistema financiero se registró un incremento de la tasa de ahorro de7.65 puntos porcentuales después de la contracción del crédito. Al in-200

Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoCuadro 11. 1994-1996: Efectos de la reforma financiera en la tasade ahorro. Análisis para hogares de altos ingresos versus hogares debajos ingresos(puntos porcentuales de ingreso y errores estándares en paréntesis) aMínimos cuadradosordinarios bRegresiones medianas cSin controles Con controles d Sin controles Con controles dDummy 1996 –6.88 –6.21 –8.06 –6.97(0.48) (0.62) (5.75) (0.63)Dummy alto ingreso 15.47 15.39 13.46 14.32(0.87) (0.93) (0.92) (1.01)Dummy 1996 × dummy 6.01 4.65 7.65 5.14alto ingreso (1.31) (1.38) (1.55) (1.78)Dummy del sexo del jefe 4.73 4.42del hogar (hombre = 1) (0.69) (0.77)Edad jefe de hogar 0.01 0.03(0.02) (0.02)Indicador de educación 0.85 –0.74(jefe de hogar) (0.20) (0.23)Cuadrado del indicador 0.05 0.05de educación (0.01) (0.01)Jefe de hogar obrero 4.07 4.09(0.86) (0.92)Jefe de hogar campesino –3.48 –2.56(1.04) (1.09)Jefe de hogar patrón 5.03 5.31(1.22) (1.61)Jefe de hogar autoempleado 0.91 –0.59(0.89) (0.95)Recepción irregular 1.74) 1.29de ingreso (0.82 (1.05)Estabilidad en empleo 0.77 0.92(0.48) (0.65)Servicio médico 2.34 2.15(0.71) (0.87)Número de receptores 3.76 4.12de ingreso (0.22) (0.22)% de hijos en el hogar 4.65 3.84(1.12) (1.18)Constante 5.70 9.96 9.11 2.00(0.35) (2.10) (0.41) (2.08)N 22 722 22 722 22 722 22 722a Las tasas de ahorro se calcularon como la diferencia entre el ingreso trimestral y el gastotrimestral dividida por el ingreso trimestral. Los cálculos fueron hechos después de eliminarvalores extremos de tasas de ahorro y bajos ingresos. Específicamente las tasas de ahorro serestringieron al intervalo de –100 por ciento a 100 por ciento.b Errores estándares robustos en paréntesis.c Errores estándares “bootstrapped” con 100 iteraciones en paréntesis.d Dummies de los estados se incluyen en las regresiones pero no se presentan.201

Fernando Aportelacluirse controles, dicho coeficiente de interacción se modifica a –5.14puntos porcentuales y también es significativo al 1 por ciento.Por tanto, recurriendo a la fragmentación por nivel de ingreso, seencuentra que los hogares con mayor acceso a los mercados financierosincrementaron su tasa de ahorro después de la crisis de 1994. Estoaporta evidencia de que los hogares con mayores recursos pudieronabsorber con mayor facilidad la perturbación negativa sobre su ingresoe incrementar su tasa de ahorro. Esto fue indudablemente reflejodel acceso al sistema financiero con que cuenta este grupo de hogares.B.2. Fragmentación por ubicaciónUsando MCO sin controles, el coeficiente obtenido de interacción de lavariable dummy para 1996 y la variable dummy para una comunidadurbana fue 3.74 puntos porcentuales y resultó significativo al 5 porciento. Esto indica que los hogares con mayor acceso al sistema financieropudieron incrementar su tasa de ahorro después de la crisis financiera.Sin embargo, cuando se añaden controles a la regresión, dichocoeficiente de interacción resulta de tan sólo 2.89 puntos porcentualesy no es significativo estadísticamente.Los resultados obtenidos utilizando la técnica RM sugieren tambiénque los hogares con mayor acceso al sistema financieroincrementaron su tasa de ahorro después de 1994. En el ejercicio realizadosin controles, el coeficiente de interacción obtenido fue 3.26puntos porcentuales, aunque no resultó significativo. Cuando se agregana la regresión más variables exógenas, el efecto de la interacciónde comunidad urbana y el año 1996 se incrementa a 3.74 puntos porcentuales,significativo al 10 por ciento.En este ejercicio, todos los coeficientes de interacción de la variabledummy para 1996 y de la dummy para una comunidad urbanafueron positivos. A pesar de que estos dos coeficientes no son significativosestadísticamente, su comportamiento evidencia que los hogarescon mayor exposición o acceso al sistema financiero incrementaron sutasa de ahorro después de la crisis financiera y la subsecuente reducciónen la oferta de crédito. Asimismo, es importante mencionar queel mismo patrón fue encontrado cuando se utilizó la definición de comunidadurbana de 50 000 individuos o más.202

Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoCuadro 12. 1994-1996: Efectos de la reforma financiera en la tasade ahorro. Análisis de comunidades grandes versus pequeñas(comunidades grandes con población $ 15 000)(puntos porcentuales de ingreso y errores estándares en paréntesis) aMínimos cuadradosordinarios bRegresiones medianas cSin controles Con controles d Sin controles Con controles dDummy 1996 –10.23 –9.42 –10.75 –9.53(1.72) (1.75) (2.30) (2.07)Dummy comunidad (igual –4.17 –6.94 –3.76 –7.22a 1 si población $ 15 000) (1.25) (1.26) (1.44) (1.39)Dummy 1996 × dummy 3.74 2.89 3.26 3.74comunidad grande (1.79) (1.77) (2.36) (2.15)Ingreso por miembro 0.00 0.00(0.00) (0.00)Dummy del sexo 4.26 3.99del hogar (hombre = 1) (0.69) (0.82)Edad jefe de hogar 0.02 0.04(0.02) (0.02)Indicador de educación –0.94 –1.02(jefe de hogar) (0.19) (0.21)Cuadrado del indicador 0.08 0.07de educación (0.01) (0.01)Jefe de hogar obrero –4.35 –4.06(0.87) (0.78)Jefe de hogar campesino 3.77 2.54(1.04) (0.97)Jefe de hogar patrón 5.21 4.65(1.25) (1.35)Jefe de hogar autoempleado 1.20 0.86(0.89) (0.89)Recepción irregular 1.65 1.62de ingreso (0.82) (1.06)Estabilidad en empleo 1.31 1.49(0.48) (0.57)Servicio médico 2.41 1.40(0.72) (0.92)Número de receptores 3.84 4.10de ingreso (0.22) (0.27)% de hijos en el hogar –5.92 –3.11(1.26) (1.21)Constante 11.83 15.91 8.92) 16.74(1.21) (2.45) (0.93 (2.64)N 22 722 22 722 22 722 22 722a Las tasas de ahorro se calcularon como la diferencia entre el ingreso trimestral y el gastotrimestral dividida por el ingreso trimestral. Los cálculos fueron hechos después de eliminarvalores extremos de tasas de ahorro y bajos ingresos. Específicamente las tasas de ahorro serestringieron al intervalo de –100 por ciento a 100 por ciento.b Errores estándares robustos en paréntesis.c Errores estándares “bootstrapped” con 100 iteraciones en paréntesis.d Dummies de los estados se incluyen en las regresiones pero no se presentan.203

Fernando AportelaC.2. Resultados de combinar ambas fuentes de fragmentaciónEn el caso de la utilización de MCO sin controles, el coeficiente que seobtuvo para la variable de triple interacción fue 0.05 puntos porcentualesde ingreso y no significativo (cuadro 13). El mismo patrón decomportamiento se obtiene cuando se agregan controles a la regresión.En este último ejercicio, el coeficiente de triple interacción resultó0.12 puntos porcentuales y no significativo.Patrones similares se encontraron al usar la técnica de RM. Eneste caso, los coeficientes de triple interacción sin y con controles fueron3.57 y –2.57 puntos porcentuales, respectivamente y ninguno delos dos significativo.Por tanto, no existe evidencia de que los hogares con mayor exposiciónal sistema financiero (es decir, aquellos con ingresos altos yubicados en áreas urbanas) hayan cambiado su tasa de ahorro. Loanterior contrasta con los resultados de triple interacción obtenidospara el periodo 1989-1992.D.2. Resultados de triple interacción por categorías de edad 39Como puede observarse en la gráfica 4, los coeficientes de interacciónresultaron negativos y no significativos hasta la categoría de edad de35 a 40 años (excluyendo a los hogares en la categoría de 25 a 30 años).Para los estratos de mayor edad, los coeficientes fueron positivos aunqueno significativos. Esto arroja evidencia de que los hogares con cabezasde familia de mayor edad fueron los que reaccionaron con mayor intensidaddespués de la crisis de 1994 aumentando su tasa de ahorro.Es importante mencionar que el mismo patrón se encontró cuandose separaron las fuentes de fragmentación y se dividieron los coeficientesde doble interacción (es decir el coeficiente de interacción de lavariable dummy para 1996 y la variable de fragmentación respectiva)por categorías de edad. En este último enfoque, los hogares de personasde mayor edad incrementaron su tasa de ahorro después de lacrisis financiera de manera sustancial. Estos resultados fueron altamentesignificativos en términos estadísticos.En la variante de la fragmentación por nivel de ingreso, los hogarescon edades mayores o iguales a 45 años incrementaron su tasa de39 La estimación se realizó con MCO y únicamente con las variables de interacción y sinincluir controles adicionales.204

Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoCuadro 13. 1992-1996: Efectos de la reforma financiera en la tasade ahorro de los hogares. Análisis de triple interacción(comunidades grandes con población $ 15 000)(puntos porcentuales de ingreso y errores estándares en paréntesis) aMínimos cuadradosordinarios bRegresiones medianas cSin controles Con controles d Sin controles Con controles dDummy 1996 –10.11 –9.19 –10.99 –9.96(1.76) (1.80) (1.88) (1.87)Dummy altos ingresos 31.58 28.54 31.01 25.55(4.07) (4.07) (5.20) (6.21)Dummy comunidad (igual –4.19 –5.71 –3.88 –5.35a 1 si población $ 15 000) (1.29) (1.31) (1.20) (1.45)Dummy 1996 × dummy 5.66 4.33 3.66 7.45altos ingresos (5.62) (5.62) (8.00) (8.94)Dummy 1996 × dummy 3.58 3.01 3.28 2.85comunidad (1.83) (1.83) (1.90) (2.15)Dummy altos ingresos × 6.63 3.88 7.76 –11.97dummy comunidad (4.17) (4.16) (5.43) (6.35)Dummy 1996 × dummycomunidad × dummy 0.05 0.12 3.57 2.57altos ingresos (5.78) (5.77) (8.26) (9.12)Dummy del sexo del –4.64 –4.47jefe del hogar (hombre = 1) (0.69) (0.70)Edad jefe de hogar 0.01 0.03(0.02) (0.02)Indicador de educación –0.76 –0.67(jefe de hogar) (0.20) (0.22)Cuadrado del indicador 0.05 0.04de educación (0.01) (0.01)Jefe de hogar obrero 4.11 4.23(0.86) (0.77)Jefe de hogar campesino 3.75 2.71(1.04) (0.98)Jefe de hogar patrón 4.93 5.19(1.22) (1.37)Jefe de hogar autoempleado 1.15 0.78(0.89) (0.95)Recepción irregular 1.53 1.32de ingreso (0.81) (0.99)Estabilidad en empleo 0.78 0.86(0.48) (0.61)Servicio médico 2.39 2.25(0.71) (0.82)Número de receptores 3.82 4.15de ingreso (0.22) (0.25)% de hijos en el hogar –4.79 –3.86(1.26) (1.34)Constante 9.48 5.32 2.58 7.00205

Cuadro 13. ConclusiónFernando AportelaMínimos cuadradosordinarios bRegresiones medianas cSin controles Con controles d Sin controles Con controles d(1.23) (2.44) (1.29) (2.50)N 22 722 22 722 22 722 22 722a Errores estándares en paréntesis. Las tasas de ahorro se calcularon como la diferenciaentre el ingreso trimestral y el gasto trimestral dividida por el ingreso trimestral. Los cálculosfueron hechos después de eliminar valores extremos de tasas de ahorro y bajos ingresos.Específicamente las tasas de ahorro se restringieron al intervalo de –100 por ciento a 100 porciento.b Errores estándares robustos en paréntesis.c Errores estándares “bootstrapped” con 100 iteraciones en paréntesis.d Dummies de los estados se incluyen en las regresiones pero no se presentan.ahorro entre 5 y 12 puntos porcentuales, resultado significativo entérminos estadísticos (gráfica 5). Recurriendo a la fragmentación porubicación, los hogares con jefe de familia mayor de 45 años aumentaronsu tasa de ahorro entre 5 y 10 puntos porcentuales. Los coeficientesde este ejercicio también fueron significativos (gráfica 6).Una explicación probable para estos resultados es que la crisisfinanciera causó un deterioro en las perspectivas del ahorro para elretiro, pues socavó parte de la riqueza acumulada por los hogares ehizo menos optimistas las expectativas macroeconómicas en el medianoplazo. Así, para este grupo fue necesario reponer parte de dichariqueza aumentando su tasa de ahorro presente.VI. ConclusionesLos resultados de este estudio revelan que una fracción considerablede los hogares mexicanos tiene un acceso limitado a los servicios queofrece el sistema financiero. En particular, la probabilidad de teneruna tarjeta de crédito aumenta sustancialmente con el nivel de ingresode la familia. Asimismo, la presencia geográfica de intermediariosfinancieros se encuentra correlacionada negativamente con la proporciónde población rural y con el número de comunidades rurales de losestados.En este trabajo se analizan los efectos de dos episodios de transformacionesen el patrón evolutivo del crédito sobre la tasa de ahorrode los hogares. El primero se extiende de 1989 a 1992, periodo asociadoa una reforma financiera profunda que implicó la eliminación de206

Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoGráfica 4. 1994-1996: Coeficientes de triple interacciónpor categoría de edad de jefe del hogar(mínimos cuadrados ordinarios sin controles)30.00Puntos porcentuales de ingreso20.0010.000.00–10.00–20.00–30.0020-25 25-30 30-35 35-40 40-45 45-50 50-55 55-60 60-65Edad jefe del hogarCoeficientesIntervalo confianzalos cajones selectivos de crédito y de los requisitos de reservas mínimaspara la banca comercial. Como consecuencia, entre los años referidosel saldo total del crédito otorgado se incrementó 92.4 por ciento.Un aspecto importante de esa experiencia fue la expansión del créditoal consumo, el cual aumentó 174 por ciento en términos reales duranteel mismo periodo.El segundo lapso considerado es de 1994 a 1996. La crisis financierade finales de 1994 redujo drásticamente el crédito disponible.Así, durante el periodo, el financiamiento total cayó 20.9 por ciento entérminos reales, mientras que el crédito al consumo se redujo 64.3 porciento. En la actualidad, el crédito no se ha recuperado a sus nivelesprevios a 1994.Los resultados para el periodo 1989-1992 muestran que los hogarescon mayor exposición al sistema financiero redujeron su tasa deahorro después de la liberalización financiera. Dichos resultados fueronrobustos a diferentes técnicas de estimación y a distintas clasificacionespara los hogares de altos ingresos y para el tamaño de lacomunidad.La reducción de la tasa de ahorro fue mayor para los hogares deintegrantes jóvenes de altos ingresos domiciliados en áreas urbanas.207

Fernando AportelaGráfica 5. 1989-1992: Coeficientes de doble interacciónpor categoría de edad de jefe del hogar(mínimos cuadrados ordinarios sin controles)25.00Puntos porcentuales de ingreso20.0015.0010.005.000.00–5.00–10.0020-25 25-30 30-35 35-40 40-45 45-50 50-55 55-60 60-65Edad jefe del hogarCoeficientesIntervalo confianzaGráfica 6. 1994-1996: Coeficientes de doble interacciónpor categoría de edad de jefe del hogar(mínimos cuadrados ordinarios sin controles)15.00Puntos porcentuales de ingreso10.005.000.00–5.0020-25 25-30 30-35 35-40 40-45 45-50 50-55 55-60 60-65Edad jefe del hogarCoeficientesIntervalo confianza208

Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoEste resultado es compatible con la hipótesis de que la liberalizaciónfinanciera y la subsecuente expansión del crédito redujeron las restriccionesal financiamiento, experimentadas previamente por ese sectorde la población. En consecuencia, ello llevó a patrones de consumomás altos.En cuanto a la contracción del crédito en el periodo 1994-1996, losresultados proporcionan evidencia de que los hogares con mayoresingresos o ubicados en comunidades más grandes (es decir, los hogarescon mayor acceso al sistema financiero) incrementaronsignificativamente su tasa de ahorro después de la crisis. En el casode la fragmentación por ingreso, los hogares con acceso al sistemafinanciero, tuvieron una tasa de ahorro entre 4.65 y 7.65 puntos porcentualesmayor que la de los hogares sin dicho acceso. En cuanto a lavariable de fragmentación por ubicación, los hogares con acceso registraronuna tasa de ahorro superior entre 2.89 y 3.74 puntos porcentualesa la de los hogares ubicados en comunidades pequeñas.Los resultados de triple interacción para este periodo no mostraronser significativos. Sin embargo, en el análisis por categorías deedad se encuentra evidencia de que los hogares con jefes de familia demayor edad incrementaron su tasa de ahorro después de la contraccióndel crédito. Este efecto es aún más notorio cuando la interacciónde categorías de edad se aplica por separado a cada una de las variablesde fragmentación. Esto es congruente con la hipótesis de que lacrisis de finales de 1994 cambió las expectativas de los hogares acercadel ahorro requerido para su retiro. En particular, la mayoría de loshogares de edad más avanzada estaba bajo un sistema de pensionestipo reparto. Los beneficios futuros de dicho sistema se vieron afectadospor la crisis financiera y por el aumento de la inflación. Asimismo,dado el menor remanente de vida laboral para este grupo de la población,el incremento de su tasa de ahorro debió ser mayor para compensarel deterioro que experimentó su ahorro para el retiro.Referencias bibliográficasAportela, Fernando (1999), Households’ Saving Effects of a FinancialReform in a Fragmented Economy: The Mexican Case, tesis doctoral,MIT.Aspe, Pedro (1993), Economic Transformation: The Mexican Way, MITPress.209

210Fernando AportelaAttanasio, Orazio P. y Guglielmo Weber (1994), “The UK ConsumptionBoom of the Late 1980s: Aggregate Implications of MicroeconomicEvidence”, The Economic Journal, vol. 104, núm. 427, noviembre.Berg, Lennart, y Reinhold Bergström (1995) “Housing and FinancialWealth, Financial Deregulation and Consumption – The SwedishCase”, The Scandinavian Journal of Economics, vol. 97, núm. 3,pp. 421-439.Corbo, Vittorio y Klaus Schmidt-Hebbel (1991), “Public Policies andSaving in Developing Countries”, Journal of Development Economics,vol. 36, pp. 89-115.Deaton, Angus (1990), “Saving in Developing Countries: Theory andReview”, Proceedings of the World Bank Annual Conference on DevelopmentEconomics 1989. Supplement to The World Bank EconomicReview and the World Research Observer, mayo, pp. 61-96.——— (1992), Understanding Consumption, Clarendon Press, Oxford.Díaz-Alejandro, Carlos (1985), “Good-Bye Financial Repression, HelloFinancial Crash”, Journal of Development Economics, vol. 19, pp.1-24.Dornbusch, Rudiger, Yung C. Park (1995), Financial Opening, PolicyLessons for Korea, Korea Institute of Finance/International Centerfor Economic Growth, Korea.Edwards, Sebastian (1995), “Why are Saving Rates so Different acrossCountries?: An International Comparative Analysis”, NBER WorkingPaper, núm. 5097.Galbis, Vicente (1994), “Sequencing of Financial Sector Reforms: AReview”, International Monetary Fund Working Paper, 94/101, septiembre.INEGI (1994), Encuesta Nacional de Ingresos y Gastos de los Hogares.Documento Metodológico.Japelli, Tullio y Marco Pagano (1994), “Saving, Growth and LiquidityConstraints”, Quarterly Journal of Economics, vol. 109, núm. 1, febrero.Jbili, Abdelali, Klaus Enders y Volker Treichel (1997), “Financial SectorReforms in Algeria, Morocco, and Tunisia: A PreliminaryAssesment”, International Monetary Fund Working Paper 97/81,Washington, D.C.Jones, David (1992-1993) “The Role of Credit in Economic Activity.Quarterly Review”. Federal Reserve Bank of New York, primavera.Mansell, Catherine (1995), Las finanzas populares en México. El redescubrimientode un sistema financiero olvidado, Centro de Estudios

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